Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu phần bù rủi ro trong trạng thái ngang giá lãi suất không phòng ngừa

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:98

Thêm vào BST

Báo xấu

21
lượt xem 3
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài nghiên cứu cũng cho thấy tác động bất cân xứng của cú sốc tỷ giá hối đoái lên phương sai (hay độ biến động) của chính nó, tuy không phổ biến nhưng vẫn có thể xuất hiện, tùy thuộc vào đồng tiền cũng như thời kỳ nghiên cứu đang xem xét. Do đó hiện tượng này xứng đáng nhận được sự quan tâm trong các nghiên cứu về biến động của tỷ giá hối đoái.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Nghiên cứu phần bù rủi ro trong trạng thái ngang giá lãi suất không phòng ngừa

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH PHAN THANH TÙNG NGHIÊN CỨU PHẦN BÙ RỦI RO TRONG TRẠNG THÁI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học PGS.TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TP.HỒ CHÍ MINH - 2014
LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tôi. Các số liệu, kết quả nêu trong bài nghiên cứu là trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình nghiên cứu nào khác. Tác giả đề tài nghiên cứu (ký và ghi rõ họ tên) Phan Thanh Tùng
MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG DANH MỤC HÌNH TÓM TẮT ĐỀ TÀI ......................................................................................... 1 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ............................................................................ 2 1.1 Lý do thực hiện đề tài........................................................................................ 2 1.2 Mục tiêu nghiên cứu.......................................................................................... 3 1.3 Phương pháp nghiên cứu................................................................................... 3 1.4 Phạm vi nghiên cứu ........................................................................................... 4 1.5 Kết cấu bài nghiên cứu ...................................................................................... 4 1.6 Đóng góp của bài nghiên cứu............................................................................ 4 CHƢƠNG 2: LÝ THUYẾT “NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA” VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN ......................................... 6 2.1 Lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ........................................... 6 2.2 Các nghiên cứu trước đây về “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ............ 9 2.3 Giải thích độ lệch khỏi “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ................... 13 2.3.1 Kỳ vọng không hợp lý.............................................................................. 13 2.3.2 Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian ...................................................... 14
2.3.3 Mối quan hệ phi tuyến ............................................................................. 21 2.4 Hiệu quả của mô hình Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát – CGARCH trong nghiên cứu thực nghiệm ............................................................. 21 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU ............... 23 3.1 Kiểm định tính dừng trong trường hợp có xét đến “điểm gãy cấu trúc” ........ 23 3.2 Mô hình Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát – CGARCH ......... 25 3.3 Xây dựng mô hình nghiên cứu thực nghiệm ................................................... 32 3.4 Tiến trình nghiên cứu thực nghiệm ................................................................. 38 3.5 Mô tả biến nghiên cứu và nguồn dữ liệu......................................................... 39 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM .................... 41 4.1 Kết quả kiểm định tính dừng ........................................................................... 41 4.2 Kết quả kiểm định “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” bằng phương pháp Bình phương nhỏ nhất ........................................................................................... 43 4.3 Kết quả kiểm định “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” bằng mô hình CGARCH-M ......................................................................................................... 46 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HƢỚNG PHÁT TRIỂN CỦA BÀI NGHIÊN CỨU ............................................................................................... 59 5.1 Kết luận ........................................................................................................... 59 5.2 Hạn chế và hướng phát triển ........................................................................... 59 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ADF Dickey-Fuller Hiệu chỉnh (Augmented Dickey-Fuller) ARCH Dị phương sai tự hồi quy (Autoregressive Conditional Heteroskedasticity) CGARCH Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát (Component Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity) CGARCH-M Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát trong trung bình (Component Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity in Mean) DF-GLS Dickey-Fuller Bình phương nhỏ nhất tổng quát (Dickey-Fuller Generalized Least Squares) GARCH Dị phương sai tự hồi quy tổng quát (Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity) IRP Ngang giá lãi suất (Interest Rate Parity) MAS Ngân hành trung ương Singapore (Monetary Authority of Singapore) OECD Tổ chức Hợp tác và Phát triển kinh tế (Organisation for Economic Co-operation and Development) OLS Phương pháp Bình phương nhỏ nhất (Ordinary Least Square) UIP Ngang giá lãi suất không phòng ngừa (Uncovered Interest rate Parity) USD Đồng đô la Mỹ (United States dollar)
DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 3.1: Tổng hợp các biến nghiên cứu được sử dụng và phương pháp tính ....... 40 Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi gốc …………..................…..... 41 Bảng 4.2: Kết quả ước lượng UIP bằng phương pháp OLS ………..........…......... 44 Bảng 4.3: Kết quả kiểm định Wald cho mô hình OLS ………….........…....…….. 45 Bảng 4.4: Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan của phần dư …...........…. 46 Bảng 4.5: Kết quả kiểm định hiệu ứng ARCH ....................................................... 46 Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mô hình CGARCH-M ............................................. 47 Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Wald cho mô hình CGARCH-M ............................. 49 Bảng 4.8: So sánh mức độ bền vững của thành phần ngắn hạn và dài hạn của biến động tỷ giá hối đoái ............................................................................... 51
DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: : Giá trị ước lượng của hệ số β trong 3 giai đoạn khác nhau ở 6 quốc gia OECD ........................................................................………..………. 10 Hình 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị bằng phương pháp Perron (1997) đối với biến chênh lệch lãi suất của Thái Lan ...............................……….. 42 Hình 4.2: Đồ thị chênh lệch lãi suất giữa Thái Lan và Mỹ, giai đoạn Q1/1992 – Q1/2013………………………...................................................……... 43 Hình 4.3: Tỷ giá hối đoái đồng ringgit Malaysia và baht Thái Lan so với dollar Mỹ trong giai đoạn Q1/1998 – Q4/2006 …………….………..............…... 53 Hình 4.4: Độ lệch chuẩn có điều kiện của biến thay đổi tỷ giá hối đoái ở các quốc gia, được ước lượng bởi mô hình CGARCH-M .................................... 56
1 TÓM TẮT ĐỀ TÀI Mục tiêu của nghiên cứu này là nhằm phân tích tác động của phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian trong trạng thái “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”. Mô hình CGARCH-M được áp dụng nhằm mô hình hóa độ biến động của tỷ giá hối đoái, trong đó biến động này sẽ tuân theo một xu hướng dài hạn, và tồn tại những dao động trong ngắn hạn lệch khỏi xu hướng này. Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số ước lượng tương ứng với biến chênh lệch lãi suất nhận giá trị âm, có nghĩa khi lãi suất nội địa tăng cao hơn so với nước ngoài thì đồng nội tệ lại tăng giá, cho thấy diễn biến tỷ giá thực tế lệch khỏi dự báo của lý thuyết UIP. Đồng thời, phần bù rủi ro có tồn tại ở tất cả các quốc gia được nghiên cứu, cho thấy phần bù rủi ro có vai trò quan trọng, cần được quan tâm trong các mô hình nghiên cứu lý thuyết cũng như thực nghiệm về tỷ giá hối đoái. Ngoài ra, dữ liệu từ các quốc gia đang phát triển cũng không thể cho thấy sự tồn tại của UIP như một số các nghiên cứu trước đã gợi ý.
2 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý do thực hiện đề tài Với sự phát triển của thị trường tài chính quốc tế và xu hướng toàn cầu hóa, dòng chu chuyển vốn quốc tế giữa các quốc gia trên thế giới được đẩy mạnh thông qua việc giao dịch các tài sản tài chính. Do đó, các lý thuyết về ngang giá lãi suất đóng vai trò nền tảng cho các quyết định của các nhà đầu tư. Trong đó, “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” (Uncovered Interest rate Parity - UIP) là một trong những lý thuyết quan trọng nhất được sử dụng trong nghiên cứu tài chính quốc tế và kinh tế vĩ mô, đồng thời là giả định chủ chốt trong nhiều lý thuyết về xác định tỷ giá hối đoái. Theo lý thuyết này, khác biệt về lãi suất giữa hai quốc gia sẽ được bù trừ bằng thay đổi trong tỷ giá hối đoái giữa đồng tiền của hai quốc gia đó. Cụ thể, nếu một quốc gia có lãi suất cao tương đối so với quốc gia khác thì đồng tiền quốc gia đó sẽ giảm giá tương đương với chênh lệch lãi suất, dẫn đến việc đầu tư ra nước ngoài nhằm tận dụng mức lãi suất cao sẽ tạo ra tỷ suất sinh lợi bình quân vẫn bằng với tỷ suất sinh lợi thu được khi đầu tư trong nước. Tuy nhiên, trên thực tế, những đồng tiền của các quốc gia có lãi suất thấp có khuynh hướng giảm giá so với đồng tiền của các quốc gia có lãi suất cao. Hiện tượng này được xác nhận bởi nhiều nghiên cứu tiến hành với nhiều quốc gia và trong những khung thời gian khác nhau, cho thấy có sự mâu thuẫn giữa bằng chứng thực nghiệm và những dự báo của lý thuyết UIP. Nhìn chung vẫn chưa có sự thống nhất trong việc giải thích sự thất bại của UIP. Trong bối cảnh đó, lý thuyết UIP cần được tiếp tục nghiên cứu kỹ lưỡng nhằm đưa ra được một kết luận thống nhất cho sự tồn tại của lý thuyết này. Nghiên cứu thực tiễn nhằm giải thích thất bại của lý thuyết UIP tập trung vào ba hướng nghiên cứu chính: kỳ vọng không hợp lý của các nhà đầu tư, mối quan hệ phi tuyến giữa chênh lệch lãi suất - thay đổi tỷ giá hối đoái, và biến động theo thời
3 gian của phần bù rủi ro. Bài nghiên cứu này sẽ tập trung vào yếu tố phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian, được ước lượng thông qua mô hình “Dị phương sai tự hồi quy thành phần tổng quát” (Component Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity - CGARCH). Đây là mô hình đã được chứng minh là có hiệu quả cao trong việc giải thích độ biến động của tỷ giá hối đoái, bởi lẽ nó cho phép tách biệt biến động của tỷ giá hối đoái thành một xu hướng trong dài hạn và những dao động trong ngắn hạn lệch khỏi xu hướng đó. Bằng việc sử dụng mô hình tổng quát này để đo lường độ biến động của tỷ giá, nghiên cứu này mong muốn sẽ xác định được tác động toàn diện của phần bù rủi ro trong lý thuyết UIP, từ đó phần nào giải thích được câu đố về “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” trong lý thuyết tài chính quốc tế hiện đại. 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Đề tài đi sâu vào việc nghiên cứu thực tiễn “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” tại một số quốc gia Đông Nam Á, trong điều kiện có xem xét đến yếu tố phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian, nhằm trả lời các câu hỏi sau:  Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian có phải là yếu tố quan trọng cần xem xét đến trong việc nghiên cứu “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” tại các quốc gia Đông Nam Á ?  Giữa hai nhân tố: cú sốc đối với những yếu tố cơ bản của nền kinh tế và cảm tính của các nhà đầu tư trên thị trường, nhân tố nào sẽ ảnh hưởng lâu dài đến biến động của tỷ giá hối đoái? 1.3 Phƣơng pháp nghiên cứu Bài nghiên cứu sẽ sử dụng mô hình CGARCH-M nhằm đo lường phần bù rủi ro trong UIP. Phương pháp này cho phép phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian và phân tách phần bù này thành xu hướng biến động trong dài hạn và những dao động trong ngắn hạn. Ngoài ra, với mục đích đảm bảo rằng kết quả ước lượng của mô hình CGARCH-M là đáng tin cậy, trước hết các biến nghiên cứu sẽ được kiểm định
4 tính dừng trong điều kiện có xem xét đến “điểm gãy cấu trúc” có thể xuất hiện trong khung thời gian nghiên cứu. 1.4 Phạm vi nghiên cứu Bài nghiên cứu tập trung vào các quốc gia Đông Nam Á bao gồm: Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam. Ngoài ra, Nhật Bản cũng được nghiên cứu với mục đích so sánh. Các quốc gia này được nghiên cứu trong mối tương quan với Mỹ, trong đó Mỹ luôn đóng vai trò là nước ngoài, USD là ngoại tệ. Khung thời gian nghiên cứu là từ quý 1/1992 đến quý 1/2013, và từ quý 1/1997 đến quý 1/2013 đối với trường hợp của Việt Nam. Dữ liệu được thu thập từ “Thống kê Tài chính Quốc tế” (International Financial Statistics - IFS) của Quỹ tiền tệ quốc tế (International Monetary Fund - IMF). 1.5 Kết cấu bài nghiên cứu Phần tiếp theo của bài nghiên cứu dự kiến gồm 4 chương: Chương 2 sẽ trình bày cơ sở lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” và các nghiên cứu liên quan đến lý thuyết này cũng như là vai trò của phần bù rủi ro. Chương 3 trình bày phương pháp nghiên cứu được sử dụng trong bài nghiên cứu này, cũng như mô tả biến nghiên cứu và nguồn dữ liệu Chương 4 trình bày kết quả nghiên cứu thực nghiệm nhằm xác định sự tồn tại của UIP và tác động của phần bù rủi ro lên trạng thái UIP. Chương 5 là kết luận của bài nghiên cứu cũng như những hạn chế còn tồn tại của nghiên cứu này. 1.6 Đóng góp của bài nghiên cứu Dựa trên mô hình CGARCH-M, đề tài mong muốn mô hình hóa phần bù rủi ro một cách chính xác hơn các nghiên cứu trước, từ đó hy vọng sẽ góp phần giải quyết
5 “Câu đố về UIP” trong thị trường tiền tệ thế giới. Đây cũng là một trong số ít bài nghiên cứu áp dụng mô hình CGARCH-M nhằm kiểm định “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”, đặc biệt là ở các quốc gia Đông Nam Á. Mặc dù thất bại trong việc cung cấp bằng chứng cho sự tồn tại của UIP, nhưng bài nghiên cứu đã chỉ ra rằng phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian là một yếu tố quan trọng cần xem xét đến khi nghiên cứu UIP. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng cho thấy tác động bất cân xứng của cú sốc tỷ giá hối đoái lên phương sai (hay độ biến động) của chính nó, tuy không phổ biến nhưng vẫn có thể xuất hiện, tùy thuộc vào đồng tiền cũng như thời kỳ nghiên cứu đang xem xét. Do đó hiện tượng này xứng đáng nhận được sự quan tâm trong các nghiên cứu về biến động của tỷ giá hối đoái.
6 CHƢƠNG 2: LÝ THUYẾT “NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÕNG NGỪA” VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 2.1 Lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” Các lý thuyết về ngang giá lãi suất đều bắt nguồn từ hoạt động kinh doanh chênh lệch (arbitrage). Đúng như tên gọi, đây là chiến lược kinh doanh nhằm tìm kiếm lợi nhuận dựa trên khác biệt của giá niêm yết của tài sản tài chính. Trong phạm vi bài nghiên cứu này, tài sản tài chính được quan tâm sẽ là đồng tiền của các quốc gia. Giả sử rằng lãi suất đồng ngoại tệ cao hơn lãi suất trong nước và không có chi phí giao dịch, nhà đầu tư trong nước sẽ chuyển đổi nội tệ sang ngoại tệ theo tỷ giá giao ngay hiện tại để đầu tư ra nước ngoài nhằm hưởng lãi suất cao; và đến khi đáo hạn, khoản thu thập bằng ngoại tệ sẽ được chuyển đổi lại thành nội tệ. Tùy vào hành vi của các nhà đầu tư mà hai lý thuyết về ngang giá lãi suất được hình thành, bao gồm: “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” và “Ngang giá lãi suất có phòng ngừa”. Quay trở lại tình huống trên, nếu như nhà đầu tư lo sợ tỷ giá sẽ thay đổi làm ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh chênh lệch, họ có thể tham gia vào một hợp đồng kỳ hạn nhằm cố định tỷ giá hối đoái vào thời điểm đáo hạn của khoản đầu tư bằng đồng ngoại tệ. Chiến lược này được gọi là “Kinh doanh chênh lệch lãi suất có phòng ngừa”. Hoạt động kinh doanh này sẽ tạo ra lực thị trường nhằm điều chỉnh tỷ giá giao ngay, tỷ giá kỳ hạn và lãi suất giữa hai đồng tiền, khiến cho hoạt động kinh doanh chênh lệch sẽ không còn thu được lợi nhuận vượt trội. Cơ chế điều chỉnh có thể tóm tắt như sau:  Việc dùng nội tệ để mua ngoại tệ trên thị trường giao ngay sẽ tạo áp lực làm giảm giá đồng nội tệ. Như vậy, với số vốn bằng nội tệ ban đầu, các nhà đầu tư khi chuyển đổi sang ngoại tệ sẽ thu được ít ngoại tệ hơn.  Bán kỳ hạn đồng ngoại tệ sẽ làm giảm giá kỳ hạn đồng ngoại tệ
7  Dòng tiền đầu tư vào ngoại tệ sẽ tạo áp lực tăng lãi suất đồng nội tệ và giảm lãi suất ngoại tệ. Như vậy, hoạt động kinh doanh chênh lệch sẽ điều chỉnh lãi suất và tỷ giá khiến cho chiến lược kinh doanh này không còn thu được lợi nhuận tốt hơn so với đầu tư trong nước. Trạng thái mà tỷ giá và lãi suất được điều chỉnh làm mất đi cơ hội tiến hành kinh doanh chênh lệch có phòng ngừa được gọi là “Ngang giá lãi suất” (Interest Rate Parity – IRP). Trong thế cân bằng này, sự khác biệt giữa tỷ giá kỳ hạn và tỷ giá giao ngay giữa hai đồng tiền được bù đắp bằng chênh lệch lãi suất giữa hai đồng tiền đó. Để minh họa cho trạng thái này, gọi rf là lợi nhuận thu được của nhà đầu tư trong nước khi tiến hành kinh doanh chênh lệch lãi suất có phòng ngừa. Lợi nhuận của chiến lược này sẽ phụ thuộc vào hai yếu tố, đó là lãi suất đồng ngoại tệ và thay đổi của tỷ giá hối đoái giữa hai đồng tiền trong khoảng thời gian tiến hành đầu tư: F t,k rf = (1+ i∗t,k ) –1 St Với St: tỷ giá giao ngay tại thời điểm t Ft,k: tỷ giá kỳ hạn tại thời điểm t của kỳ hạn k i∗t,k : lãi suất đồng ngoại tệ tại thời điểm t của kỳ đáo hạn k Nếu “Ngang giá lãi suất IRP” tồn tại thì tỷ suất sinh lợi thu được từ kinh doanh chênh lệch có phòng ngừa sẽ bằng với lãi suất trong nước it,k , cụ thể: F t,k rf = it,k  1 + it,k = ( 1+ i*t,k ) (2.1) St Phương trình (2.1) thể hiện nội dung của lý thuyết “Ngang giá lãi suất có phòng ngừa”. Trường hợp các nhà đầu tư không phòng ngừa rủi ro tỷ giá bằng hợp đồng kỳ hạn sẽ là nội dung của lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa”. Lý thuyết “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” cho rằng, trong điều kiện nhà đầu
8 tư bàng quan với rủi ro tỷ giá, đồng nội tệ được kỳ vọng sẽ giảm giá khi lãi suất tiền gởi đồng nội tệ cao hơn lãi suất tiền gởi ngoại tệ. Đây là trạng thái cân bằng do các lực thị trường tạo ra nhằm triệt tiêu các cơ hội kinh doanh chênh lệch giá, dẫn đến tỷ suất sinh lợi thu được khi nắm giữa hai đồng tiền bất kì là như nhau. Trạng thái “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” có thể được biểu diễn như sau: E t S t+k ( 1 + it,k ) = ( 1+ i*t,k ) (2.2) St với it,k (i*t+k) thể hiện lãi suất của các sản phẩm tài chính định danh bằng đồng nội tệ (ngoại tệ) tại thời điểm t của kỳ đáo hạn k; St là tỷ giá hối đoái giao ngay danh nghĩa tính bằng số lượng đồng nội tệ tương ứng với 1 đồng ngoại tệ (do đó khi tỷ giá tăng đồng nghĩa với việc đồng nội tệ mất giá) và Et là giá trị kỳ vọng dựa trên các thông tin có được tại thời điểm t. Dựa trên công thức (2.2), phương trình kiểm định thực nghiệm thường được sử dụng trong các nghiên cứu về UIP là: Δst+k = st+k – st = α + β ( it,k – i*t,k ) + εt+k (2.3) với st ≡ ln(St) và εt+k là kỳ vọng hợp lý của sai số ước lượng. Giả thuyết kiểm định H0 của UIP là α = 0 và β = 1, đồng thời εt+k là nhiễu trắng. Khi đó, một sự gia tăng trong lãi suất đồng nội tệ, tính trung bình, sẽ kéo theo sự giảm giá của đồng nội tệ với độ lớn tương đương. Ngoài ra, nếu giả định “Ngang giá lãi suất có phòng ngừa” tồn tại, thành phần chênh lệch lãi suất ở vế phải của (2.3) có thể được thay thế bằng phần bù kỳ hạn. Khi đó, UIP có thể được kiểm định dựa trên phương trình (2.4) bên dưới, tương đương với (2.3), trong đó ft,k ≡ ln(Ft,k): Δst+k = st+k – st = α + β ( ft,k – st ) + εt+k (2.4)
9 2.2 Các nghiên cứu trƣớc đây về “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” Phương trình (2.3) đã được ước lượng trong rất nhiều nghiên cứu về UIP, với những loại tiền tệ cũng như khung thời gian nghiên cứu khác nhau. Trong hầu hết các nghiên cứu, giá trị ước lượng của hệ số β đều nhỏ hơn 1, thậm chí mang giá trị âm. Nghiên cứu của Froot và Thaler (1990) tổng hợp kết quả của 75 nghiên cứu về UIP đã báo cáo hệ số hồi quy β nhận giá trị âm trong phần lớn các nghiên cứu. Đối với những nghiên cứu thu được giá trị β dương thì giá trị này cũng nhỏ hơn 1. Giá trị trung bình của hệ số hồi quy β thu được từ các nghiên cứu về UIP là –0.88 (Froot và Thaler, 1990), cung cấp một bằng chứng mạnh mẽ chống lại lý thuyết UIP. Giá trị β âm diễn giải ý nghĩa kinh tế đáng ngạc nhiên là khi lãi suất đồng nội tệ cao hơn so với lãi suất ngoại tệ, đồng nội tệ lại tăng giá (thay vì phải giảm giá để bù trừ cho chênh lệch lãi suất, theo như lý thuyết UIP đã dự báo). Kết quả này được biết đến như là “Câu đố về UIP”, cho thấy lý thuyết UIP đã dự báo sai hướng di chuyển của các loại tiền tệ. Ngoài ra, một thực tế rút ra từ các nghiên cứu về UIP là hệ số β không ổn định. Cụ thể, Chinn và Meredith (2005) sử dụng dữ liệu theo quý của Mỹ và 6 quốc gia OECD để ước lượng β cho từng quốc gia theo từng khung thời gian nghiên cứu khác nhau (1980-1986, 1987- 1993 và 1994-2000). Kết quả cho thấy đối với hầu hết các quốc gia, β thay đổi một cách đáng kể qua những khung thời gian khác nhau. Cụ thể, đối với khung thời gian thứ nhất và thứ ba, phần lớn các giá trị ước lượng của β nhận giá trị âm; nhưng β của 5/6 quốc gia lại mang giá trị dương trong giai đoạn 1987- 1993. Đồng thời, có thể rút ra kết luận rằng mặc dù giá trị ước lượng của β có sự thay đổi, nhưng nhìn chung những trường hợp mà β có ý nghĩa thì đều nhận giá trị âm, với độ tin cậy 99%. Kết quả này khẳng định lại kết quả nghiên cứu của Froot và Thaler (1990). Tổng hợp các hệ số β thu được từ nghiên cứu này thể hiện ở Hình (2.1) dưới đây.
10 Hình 2.1: Giá trị ước lượng của hệ số β trong 3 giai đoạn khác nhau ở 6 quốc gia. Mỗi cột thể hiện ước lượng điểm của β tương ứng với các giai đoạn Q1/1980-Q4/1986, Q1/1987-Q4/1993 và Q1/1994-Q4/2000. Nguồn: Chinn và Meredith (2005). Tương tự, nghiên cứu của Frydman và Goldberg (2007) sử dụng dữ liệu tháng của Mỹ, Đức, Anh và Nhật Bản để ước lượng β qua các khung thời gian khác nhau 12/1982 –12/1984, 1/1985–12/1989, và 1/1990–12/1993. Chỉ có năm trong số chín giá trị ước lượng của β là âm, ba trong số năm giá trị đó xuất hiện ở khung thời gian thứ nhất. Các giá trị dương còn lại của β thì có chênh lệch lớn, từ mức +0.53 của Nhật Bản đến +5.28 của Anh (đều trong cùng khung thời gian thứ hai). Trước thực tế khả năng dự báo của UIP không được hỗ trợ bởi bằng chứng thực nghiệm, các nhà nghiên cứu tiến hành kiểm định UIP dựa trên những thiết lập khác nhau. Trước hết có thể kể đến việc mở rộng kỳ hạn cho các biến nghiên cứu, bởi theo tranh luận của McCallum (1994) hay Meredith và Chinn (2004), trong ngắn hạn thì thất bại của UIP có thể do những cú sốc của phần bù rủi ro khi xuất hiện những thay đổi từ chính sách tiền tệ; nhưng trong dài hạn thì tỷ giá được điều chỉnh bởi các yếu tố nội tại của nền kinh tế, do đó có thể kỳ vọng rằng mối quan hệ giữa tỷ giá và lãi suất sẽ thống nhất với lý thuyết UIP trong dài hạn. Meredith và Chinn (2004) hồi quy tỷ suất sinh lợi từ thời điểm t đến t+m của tỷ giá theo lợi tức trái phiếu chính phủ với nhiều loại kỳ hạn m khác nhau, có thể kéo dài đến 10 năm.
11 Kết quả cho thấy rằng với m càng cao thì β có xu hướng tiến dần đến 1, tuy nhiên UIP vẫn bị bác bỏ đối với 3 trong số 6 cặp tiền tệ được nghiên cứu tại kỳ hạn 10 năm. Tương tự, nghiên cứu của Snaith và cộng sự (2013) tiến hành với kỳ hạn trải dài từ 1 tháng đến 10 năm, khung thời gian từ 1980 đến 2006, cho thấy giá trị ước lượng của β tiến tới 1 (là giá trị theo dự báo của UIP) khi kỳ hạn tăng lên. Cụ thể là “Câu đố UIP” xuất hiện với các kỳ hạn dưới 5 năm, nhưng có xu hướng biến mất khi kỳ hạn kéo dài hơn 5 năm. Mehl và Cappiello (2009) nghiên cứu UIP với lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 và 10 năm, trong hai nhóm thị trường là các nước phát triển và đang phát triển, ghi nhận được rằng chênh lệch lãi suất có tác động một phần đến biến động của tỷ giá hối đoái ở các nước phát triển. Ngược lại, ít có bằng chứng cho thấy UIP tồn tại ở các thị trường đang phát triển. Do đó hai tác giả kết luận rằng sự tồn tại của UIP không hẳn dựa vào kỳ hạn nghiên cứu mà phụ thuộc nhiều hơn vào loại tiền tệ đang xem xét. Kết luận này cũng thống nhất với nghiên cứu của Bekaert và cộng sự (2007). Một nhánh nghiên cứu khác là mở rộng phạm vi nghiên cứu ra các quốc gia đang phát triển. Hầu hết những nghiên cứu trước về UIP đều tập trung ở những quốc gia phát triển hơn là ở những thị trường mới nổi, nguyên nhân xuất phát từ mức độ hội nhập tài chính kém cũng như khó khăn trong việc thu thập dữ liệu của các quốc gia này. Tuy nhiên, xu hướng hội nhập tài chính ngày càng sâu rộng đã cho phép các nhà nghiên cứu tiếp cận phân tích các quốc gia đang phát triển. Dựa trên thực tế rằng các quốc gia này có những đặc điểm khác biệt so với các nước phát triển, đơn cử như thu nhập trên đầu người thấp hơn, lạm phát cũng như biến động của lạm phát cao hơn dẫn đến lãi suất danh nghĩa cao, dòng chu chuyển vốn thường bị giới hạn và kiểm soát, tỷ giá hối đoái được điều hành chặt chẽ bởi hoạt động can thiệp từ ngân hàng trung ương; UIP có thể sẽ thể hiện một cách khác biệt ở các quốc gia này so với các nước phát triển (Alper và cộng sự, 2009). Do đó dữ liệu của các thị trường này cung cấp các kết quả kiểm định tốt hơn cho lý thuyết UIP (Flood và Rose, 2001). Bansal và Dahlquist (2000) kiểm định UIP với dữ liệu tỷ giá và lãi suất theo tuần của 28 quốc gia trong giai đoạn 1/1976 đến 5/1998, trong đó có 16
12 quốc gia đang phát triển. Kết quả gợi ý rằng “Câu đố UIP” là hiện tượng dường như chỉ xuất hiện ở các quốc gia có tổng thu nhập quốc nội trên đầu người cao (các quốc gia phát triển). Bằng chứng từ các nước đang phát triển và các nước có thu nhập trên đầu người thấp ủng hộ cho lý thuyết UIP. Cụ thể hơn, mối tương quan ngược chiều giữa thay đổi tỷ giá và chênh lệch lãi suất chỉ xuất hiện ở các quốc gia phát triển có lãi suất thấp hơn lãi suất Mỹ. Nói cách khác, hệ số β sẽ tiến gần đến 1 đối với những quốc gia có thu nhập đầu người thấp, xếp hạng tín nhiệm thấp, lạm phát bình quân cao và mức độ biến động của lạm phát cao. Đây đều là những đặc điểm của các thị trường đang phát triển. Frankel và Poonawala (2010) cũng cho thấy độ lệch khỏi “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” ở các thị trường đang phát triển nhỏ hơn so với các nước phát triển, dựa trên nghiên cứu dữ liệu của 14 quốc gia mới nổi trong giai đoạn 12/1996 – 4/2004. Hệ số ước lượng β tính trung bình là lớn hơn 0, đối với các trường hợp nhận giá trị âm thì cũng không khác biệt có ý nghĩa so với 0, cho thấy độ lệch khỏi UIP ở các thị trường này ít hơn so với các nước phát triển. Tuy nhiên, nghiên cứu của Mehl và Cappiello (2009) chỉ ra kết quả trái ngược, khi mà độ lệch khỏi UIP ở các nước đang phát triển trầm trọng hơn so với các nước phát triển. Trong khi đó, nghiên cứu của Aysun và Lee (2014) cho thấy UIP không tồn tại ở hầu hết 28 quốc gia được nghiên cứu, bất kể đó là quốc gia phát triển hay đang phát triển. Flood và Rose (2001) tiến hành nghiên cứu 13 quốc gia phát triển và 10 quốc gia đang phát triển, trong đó tập trung vào các quốc gia chịu khủng hoảng trong thập niên 90, bởi lẽ các quốc gia này có mức độ biến động của tỷ giá và lãi suất cao, có thể cung cấp được kết quả khác biệt so với những nghiên cứu về UIP trước đây. Nghiên cứu chỉ ra rằng giá trị ước lượng của β phù hợp hơn với lý thuyết UIP so với các nghiên cứu trước, tức là β nhận giá trị dương, tuy nhiên vẫn lệch xa khỏi giá trị 1 theo lý thuyết. Đồng thời, tồn tại nhiều bằng chứng từ các quốc gia có độ biến động của tỷ giá và lãi suất cao ủng hộ cho UIP hơn so với các quốc gia có tỷ giá cố định; tuy nhiên tương quan giữa tỷ giá và lãi suất (xét theo UIP) thì không có khác biệt có ý nghĩa giữa 2 nhóm quốc gia giàu và nghèo (trái ngược với kết quả thu được từ nghiên cứu của Bansal và Dahlquist (2000)). Clarida
13 và cộng sự (2009) nghiên cứu các quốc gia thuộc nhóm G10 trong mối tương quan với Mỹ, giai đoạn 1991 – 2009, tranh luận rằng hệ số β âm tìm thấy trong các nghiên cứu trước là do độ biến động trong thời kỳ nghiên cứu, trong giai đoạn càng biến động thì β càng gần tiến tới 1. 2.3 Giải thích độ lệch khỏi “Ngang giá lãi suất không phòng ngừa” Ba thập kỷ kể từ khi Fama (1984) chỉ ra thất bại của UIP trong thực nghiệm, rất nhiều nghiên cứu đã theo đuổi “câu đố” này, nhưng có vẻ như các nhà kinh tế học chỉ tạm thống nhất về mối tương quan ngược chiều giữa thay đổi tỷ giá và chênh lệch lãi suất, còn về nguyên nhân dẫn đến hiện tượng này thì vẫn còn nhiều tranh cãi. Theo đó, có 3 hướng nghiên cứu chính nhằm giải thích cho độ lệch khỏi UIP: kỳ vọng không hợp lý của các nhà đầu tư, biến động theo thời gian của phần bù rủi ro và mối quan hệ phi tuyến giữa chênh lệch lãi suất - thay đổi tỷ giá hối đoái. 2.3.1 Kỳ vọng không hợp lý Với giả định thông thường là sai số ước lượng không có tương quan với thông tin trong quá khứ, thì tỷ suất sinh lợi vượt trội của tỷ giá sẽ bằng với phần bù rủi ro (Lewis,1995). Nhiều nghiên cứu sử dụng dữ liệu điều tra để phân tách sai số ước lượng và phần bù rủi ro, nhằm thu được kết luận chính xác về vai trò của hai thành phần này đóng góp vào độ lệch khỏi UIP, điển hình như kết quả từ nghiên cứu của Frankel và Froot (1987) cho thấy tỷ giá kỳ vọng của các nhà đầu tư khác biệt có ý nghĩa so với tỷ giá hậu nghiệm, đồng nghĩa với kỳ vọng là không hợp lý. Kỳ vọng không hợp lý còn thể hiện qua một hiện tượng được gọi là “Peso problem”. “Peso problem” xuất hiện khi mà các nhà đầu tư tham gia vào thị trường tiên đoán có sự thay đổi chính sách trong tương lai, mặc dù những thay đổi đó không thực sự xảy ra trong thời kỳ nghiên cứu. Trong tình huống này, kỳ vọng của thị trường về tỷ giá giao ngay tương lai không phù hợp với tình hình thực tế, dẫn đến diễn biến tỷ giá hối đoái sẽ sai lệch khỏi tỷ giá kỳ vọng một cách có hệ thống. Và bởi vì kỳ vọng